Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
いる $ ^{14} $ 。28年において比重が急上昇しているのは、前述のように大企業データが拡充されたからである。30年初の状況は、昭和恐慌期、資本市場にアクセスできる大企業が、銀行機能の低下という状況を利用して、中小企業の犠牲によって有利に資金調達を得たわけではないことを示している。もしそうであれば、大企業の総資金調達のシェアが上昇していなかればならないが、そのようなことは生じていない。すなわち、大企業の資金調達構造の変化が、中小企業に悪影響を与えたわけではないことが示唆される。したがって、大企業データで得られた結果は、大企業部門にのみ適応できるが、中小企業部門において資金調達に大きな問題が生じていた訳ではないということが理解される。

図表 7 総資金調達と借入金における大企業の全資産におけるシェア

[出所] 藤野正三郎・寺西重郎、『日本金融の数量分析』、2000年、「第9章 会社負債表・会社資産表：1871～1940年」、東洋経済新報社。

### I V. 産業別データによる実証分析

次に、大企業データを用いた実証分析を行う。データは大企業についてのみであるが、産業別に分かれていることにより、時系列データより多くのサンプルが得られる。

### 1. データの説明

図表 3、図表 4 で用いた藤野・寺西 $$ 2000 $$ の大企業データによって分析を進める。このデータは、3つの期間（1902～1915年、1914年～1930年、1928年～1940年）に分かれており、各期とも半期データである。これらのデータを1本につないで利用したが、重なっている部分は、より情報の多いデータを利用した $ ^{15} $ 。

また、期間ごとに得られるデータが異なっており、資金調達手段のうち、全期間において共通に得られるデータは、払込資本金、積立金、社債、借入金、支払手形である。1914
年からは、これらに前期繰越金、当期利益金や固定資産等の資産勘定項目が追加されている。本稿では、企業の成長の指標として、固定資本を取るが、先に述べたとおり、固定資本があるのは1914年以降であり、かつ差分を取っているため、推計期間は1914年下半期～1940年下半期までである。

### 2. 記述統計

推計期間の産業別データの記述統計量は図表8の通りである。

図表 8 記述統計量

(単位: 億円, 但LROAを除く)

变数名	観察数	平均	標準偏差	最小值	最大值
固定資産	625	267,403.60	429,379.40	2,471	2,328,580
資本金	625	187,457.10	269,679.30	2,473	1,571,667
積立金	625	48,897.46	60,493.89	88	481,063
前期利益金	625	6,821.24	13,438.24	-10,279	89,957
当期純利益	625	13,171.84	15,656.65	-33,273	89,810
ROA	625	0.10	0.12	-0.45	0.84
社債	625	85,386.67	195,220.80	0	1,053,454
借入金	625	24,613.74	40,666.33	0	231,509
支払手形	625	22,171.32	27,232.35	0	258,891

社債と借入金の利用状況をみると、全産業・全期間における観察数625のうち、社債による資金調達を行っていないのは4.96%（31観察）であるのに対し、借入金による資金調達を行っていないのは10.72%（67観察）である。そのうち、11観察に該当する1914年後期から1919年の製粉業では、両資金調達方法をまったく利用していなかった。また、その他の産業においては、社債を利用していないのは、利用したデータの初期段階に集中しており、後期にはすべての産業で社債を利用している。金額の大きさや利用度から考えても、社債は資本金と並んで企業にとっての重要な資金調達方法であったことが読み取れる。

一方、借入を行っていないのは、製粉業・海運業・ビールと限られた業種だけである。また、短期の借入と同様の意味を持つ支払手形を利用していない産業および期間が全体の4.32%であり、その利用規模もほとんど借入金と同じである。

利用額であるが、社債が平均額でみると借入金の3.5倍弱と規模では圧倒している。しかし、平均額以下の利用をしている企業が96.32%であり、借入金の場合の75.2%と比べると資金調達を行っている産業（および時期）と行っていない産業（および時期）に偏りがあることが読み取れる。

次に、このデータを用いて、昭和恐慌期を含む期間において、企業成長と資金調達の関係を数量的に分析する。このような分析は、これまでなされていない。
### 3. 産業ごとの推計結果

固定資本で見た企業の成長がどの資金（株式、社債、銀行借入など）によって支えられてきたかを推定する。

企業の成長を固定資産の増加で考え、それをもたらした資金として、払込資本金、積立金、社債、借入金、支払手形、当期利益金を考える。推計にあたって当期利益金と払込資本金からROA（総資本利益率）を作成した。固定資産の増加を説明するための変数は、直接金融を表す変数として払込資本金、積立金、社債、当期利益金を、間接金融を表す変数として借入金、支払手形を利用した。すべてのデータは、ROAを除き、対数を取り、かつ1期の差分とした。当期利益金は、ROAを利用した。これは、利益の系列がマイナスの値を取ることがあるからである。ROAについては1期のラグを取った。これは予備的に固定資産の増加と上記の変数との単相関を取った時に、ROAについては1期のラグを取ることによって係数がプラスになったからである。また、収入を企業成長の指標と考えて、企業成長がどの資金との相関が高いかの推計を行ったが、統計的に有意な結果は得られなかった。

推計式は以下の通りである。ここでΔは前期との差分を意味する。

Δ対数（固定資産）=定数項+Δ対数（払込資本金）+Δ対数（積立金）+Δ対数（社債）+Δ対数（支払手形）+Δ対数（借入金）+ROA（1期のラグ）+1928年前期ダミー+半期季節ダミー+誤差項

推計期間は、被説明変数である固定資産のデータが取れる1914～1940年である。また、先に説明したとおり、この期間のデータは2つのデータを1928年でつないでいる。そのため、1928年から会社数が急増するので、1928年前期ダミーを利用する。推計は、産業ごとに1914年～1940年までの半期データを利用して推計を行った。半期の季節ダミーを用いている。

推計結果は、図表9の通りである。ただし、スペースの節約のために、ダミーと定数項は示していない。

図表9 産業別時系列の推定結果（固定資産の増加と資金調達手段との関係）

(1) ビール	(2) 紡績
説明変数	係数	標準説差	t 值	説明変数	係数	標準説差	t 值
資本金	0.465	0.216	2.151	**	資本金	-0.035	0.135	-0.259
積立金	0.104	0.114	0.908	積立金	0.508	0.216	2.352	**
社債	0.076	0.068	1.118	社債	0.033	0.023	1.434
借入金	0.002	0.018	0.121	借入金	0.012	0.010	1.165
支払手形	-0.051	0.023	-2.183	**	支払手形	0.020	0.012	1.709	*
ROA	-0.029	0.047	-0.622	ROA	-0.056	0.030	-1.837	*
Adjusted	0.271	S.E. of regression	0.074	Adjusted	0.159	S.E. of regression	0.053
R-squared Durbin-Watson stat	1.881	Prob(F-statistic)	0.096
(3) 電気 説明変数	係数	標準 説差	t 值
資本金	0.396	0.108	3.651 ***
積立金	0.252	0.083	3.041 ***
社債	0.179	0.065	2.772 ***
借入金	-0.013	0.014	-0.982
支払手形	0.006	0.014	0.417
ROA	0.042	0.027	1.537
Adjusted R-squared Durbin-Watson stat	0.752	S.E. of regression	0.046
1.482	Prob(F-statistic)	0.000
(5) 海運 説明変数	係数	標準 説差	t 值
資本金	0.577	0.316	1.825 *
積立金	0.288	0.255	1.130
社債	0.024	0.023	1.029
借入金	0.003	0.027	0.113
支払手形	0.035	0.021	1.669
ROA	0.004	0.009	0.404
Adjusted R-squared Durbin-Watson stat	0.762	S.E. of regression	0.047
1.485	Prob(F-statistic)	0.000
(7) 製紙 説明変数	係数	標準 説差	t 值
資本金	0.041	0.072	0.566
積立金	0.126	0.088	1.434
社債	0.010	0.024	0.408
借入金	0.026	0.017	1.494

R-squared Durbin-Watson stat	1.617	Prob(F-statistic)	0.103
(4) 化学 说明变数	係数	標準 誤差	t 值
資本金	0.632	0.161	3.926 ***
積立金	-0.207	0.089	-2.328 **
社債	0.044	0.034	1.288
借入金	0.031	0.020	1.570
支払手形	0.022	0.028	0.784
ROA	-0.007	0.022	-0.302
Adjusted R-squared Durbin-Watson stat	0.327	S.E. of regression	0.064
1.481	Prob(F-statistic)	0.001
(6) 製粉 說明变数	係数	標準 誤差	t 值
資本金	0.067	0.113	0.599
積立金	-0.125	0.243	-0.516
社債	-0.035	0.070	-0.495
借入金	-0.058	0.031	-1.877 *
支払手形	-0.003	0.016	-0.192
ROA	-0.060	0.034	-1.750 *
Adjusted R-squared Durbin-Watson stat	0.558	S.E. of regression	0.050
1.429	Prob(F-statistic)	0.001
(8) 製糖 說明变数	係数	標準 誤差	t 值
資本金	0.577	0.587	0.984
積立金	0.462	0.610	0.758
社債	0.023	0.122	0.188
借入金	0.037	0.039	0.947
支払手形	-0.059	0.016	-3.575	***
ROA	0.004	0.027	0.133
Adjusted R-squared	0.518	S.E. of regression	0.059
Durbin-Watson stat	2.157	Prob(F-statistic)	0.000
(9) セメント
說明変数	係数	標準 誤差	t 值
資本金	0.165	0.168	0.978
積立金	-0.093	0.120	-0.774
社債	-0.006	0.025	-0.225
借入金	-0.004	0.028	-0.151
支払手形	-0.012	0.019	-0.613
ROA	0.031	0.022	1.416
Adjusted R-squared	0.211	S.E. of regression	0.089
Durbin-Watson stat	2.309	Prob(F-statistic)	0.015
(11) 造船
說明変数	係数	標準 誤差	t 值
資本金	0.629	0.125	5.021	***
積立金	0.109	0.210	0.518
社債	0.038	0.077	0.495
借入金	0.014	0.021	0.651
支払手形	0.002	0.030	0.083
ROA	0.025	0.029	0.842
Adjusted R-squared	0.436	S.E. of regression	0.170
Durbin-Watson stat	2.786	Prob(F-statistic)	0.001

支払手形	0.085	0.099	0.856
ROA	-0.025	0.058	-0.424
Adjusted R-squared	0.048	S.E. of regression	0.158
Durbin-Watson stat	3.012	Prob(F-statistic)	0.326
(10) 鉄道 說明変数	係数	標準 誤差	t 值
資本金	0.767	0.085	8.977	***
積立金	0.017	0.093	0.186
社債	0.081	0.019	4.277	***
借入金	0.014	0.009	1.554
支払手形	0.020	0.010	2.078	**
ROA	0.025	0.015	1.704	*
Adjusted R-squared	0.903	S.E. of regression	0.023
Durbin-Watson stat	1.763	Prob(F-statistic)	0.000
(12) 全産業 說明変数	係数	標準 誤差	t 值	Prob.
資本金	0.593	0.091	6.521	***
積立金	-0.068	0.070	-0.972
社債	0.139	0.054	2.584	**
借入金	0.060	0.027	2.246	**
支払手形	0.028	0.027	1.045
ROA	0.014	0.026	0.528
Adjusted R-squared	0.802	S.E. of regression	0.030
Durbin-Watson stat	2.202	Prob(F-statistic)	0.000

(注)1）***は1%水準で、**は5%水準で、*は10%水準で有意である。

2）スペースの節約のため、定数項、ダミーの係数は省略している。

推計結果を見ると、各産業により差異があることがわかる。修正済決定係数に関しては、非常に低い製糖業の0.048から非常に高い鉄道業の0.913と隔たりがある。また、ダービ
ンワトソン比に関しても系列相関の可能性のある製粉業がある一方で、製紙業のように系列相関の可能性がない産業も存在し、一概に評価することはできない。

しかし、係数に関しては、全体的に直接金融が有意であることが多い。11産業＋全産業のうち、資本金が有意であったのは6業種と全産業である。係数も最小の電気産業で0.4396であり、最大の鉄道では0.767となっている。積立金は3業種（ただし、化学ではマイナス）で有意となり、その係数も0.2を越えている。また、社債は2業種と全産業について有意となっている。ただし、社債の係数は資本金や積立金のそれと比べると小さい。

ROA は 3 業種で有意となるが、うち 2 業種では係数がマイナスとなる。

一方、間接金融に該当する借入金については製粉と全産業のみで有意となっている。しかし、製粉の係数はマイナスとなっており、固定資産の成長に役立っていないことがうかがえる。支払手形は3業種で有意となっているが、うちビールと製紙では係数がマイナスとなっており、やはり、固定資産の成長に必要な資金調達方法とはいえない可能性がある。また、その係数は正の場合でも、最大で0.025と小さい。

比較的有意である説明変数が多い紡績、電気、鉄道、全産業がある一方で、全ての変数に関して有意ではない製糖、セメント業があるというように、業種によって結果は様々であり、一概には評価できない。しかし、全体的傾向として、固定資産の成長に対する影響は、資本金等の直接金融の方が借入金に代表される間接金融よりも大きいことが推計結果から読み取れる。

### 4. パネルデータ推計

次に、パネルデータ分析を行う。推計期間は、産業ごとの推計と同様に1914～1940年である。

推計式は以下の通りである。ここでΔは前期との差分を意味する。

$$ \begin{aligned}\Delta 対数 ( 固定資産 )=& 定数項 +\Delta 対数 ( 払込資本金 )+\Delta 対数 ( 積立金 )+\Delta 対数 ( 社債 )\\&+\Delta 対数 ( 支払手形 )+\Delta 対数 ( 借入金 )+ROA(1 期ラグ )\\&+1928 年前期ダミー + 半期季節ダミー + 誤差項 \end{aligned} $$

パネルデータの分析においては、固定効果モデルと変量効果モデルにより推定する。固定効果モデルとは、経済主体特有の（ここでは産業特有の）、または時間ごとに特有の効果があるとしたモデルであり、変量効果モデルとは、そのような効果がないとしたモデルである（詳細はHsiao $$ 2003 $$ Chapter3参照のこと）。推計結果は図表10の通りである。

図表 10 パネルデータによる推計結果（固定資産の増加と資金調達手段との関係） [固定効果モデル] [変量効果モデル]

係数	標準
誤差	係数	標準
誤差
資本金	0.410 ***	0.040	資本金	0.416 ***
積立金	0.071 **	0.035	積立金	0.075 **
社債	0.037	***	0.011	社債	0.037	***	0.011
借入金	0.004	0.006	借入金	0.005	0.006
支払手形	0.004	0.005	支払手形	0.004	0.006
ROA	0.007	0.007	ROA	0.001	0.006
1928年ダミー	-0.03	***	0.010	1928年ダミー	-0.031	***	0.009
季節調整ダミー	0.001	0.008	季節調整ダミー	0.001	0.008
定数項	0.046	**	0.019	定数項	0.033	**	0.016
修正済決定係数	0.319	修正済決定係数	0.318

(注) ***は1％水準で、**は5％水準で、*は10％水準で有意である。

固定効果モデルと変量効果モデルのどちらを採用するかについては、いくつかの検定法があるが、ここではハウスマン検定を用いた。ハウスマン検定の結果、 $ x^{2} $ 分布の値が 5.48 であり、5% 水準の値が 0.705 であることから変量効果モデルが採用される。ただし、結果は、図表 10 に見るように、固定効果モデルと変量効果モデル、いずれでも大きな違いはない。また、補助検定 $ ^{16} $ により、これらのデータ間に系列相関があるといえないため、モデルの想定に問題ないと考えられる。

変量効果モデルにおいて、資本金、社債、および1928年ダミーが1%水準で有意となっている。積立金は5%水準で有意となっている。一方、借入金、支払手形、ROA、および季節調整ダミーの係数はゼロと有意に異ならないことが示された。

ゼロと有意に異なっていた資本金、積立金、社債は直接金融による資金調達を意味しており、その係数は、資本金が0.416であり、積立金は0.075、社債は0.037である。一方、間接金融である借入金や支払手形は係数も非常に小さく、また、ゼロと有意に異ならないことから固定資産の成長に影響を与えていないことがわかる $ ^{17} $ 。
以上からも、直接金融が固定資産の成長、すなわち企業の成長により大きな影響を与えていることが読み取れる。また、このことは、先に分析を行った産業別の時系列データの推計結果とも整合的である。

### V. 結論

昭和恐慌期前後には多くの銀行が破綻し、それが恐慌を悪化させた重要な要因であったとされている。しかし、昭和恐慌期を含むこの時期においても、資本市場における資金調達は拡大し、特に社債の増加が著しかった。すなわち、昭和恐慌期の後に、民間部門の資金調達手段が、銀行中心の間接金融システムから資本市場を中心とした直接金融システムに移行している。また、大企業にかぎられることではあるが、固定資産の成長と借入の増加との相関は弱く、資本金、社債などとの相関が強い。すなわち、昭和恐慌後の企業の資金需要に応えたのは、銀行ではなくて、資本市場からの資金調達だった。

銀行貸出が生産に影響を与えるのは、銀行が企業の経営状況について特別な知識を有し、それは株や社債などの債券では代替できない、ないしは代替に大きな制約があるという前提にたっている。ところが、昭和恐慌前後の企業が、その回復と成長を、銀行貸出よりも資本金の増加や社債によって賄ったということは、そもそも銀行貸出と他の資金調達手段との代替性が低いという前提が誤りであるという可能性が強い。

昭和恐慌を含む26年間の期間において、資本市場からの調達の影響が大きかったということは、90年代以降の停滞からの脱却においても、銀行の再建よりも資本市場における資金調達をより容易にすることが重要だということを示唆しているかもしれない。90年代、銀行機能の低下がもっとも顕著であったとされる97年から98年にかけて、銀行貸出が微減する中で、民間非金融法人の株式や債券による資金調達はそれ以上に低下し、総資金調達が97年初期の水準を取り戻すのは99年末までかかった（日本銀行「資金循環勘定」による）。これは、昭和恐慌後ただちに資本市場での資金調達が活発になった戦前と大きく異なる点である。

このように異なった理由は、まず第1には、90年代においてよりも30年代の方が、資本市場での資金調達がより大きかったことが上げられる。35年において、民間非金融法人の市場性
資金（出資金＋株式＋社債）の調達は全資金調達の59.4％だった（図表2参照）。一方、1995年において、この比率は49.5％だった（日本銀行「資金循環勘定」による）。第2に、1930年代においては、金平価制から脱却して、果敢な金融緩和が進められ、デフレ期待が払拭されていたことが上げられる $ ^{18} $ 。物価は31年の後半には上昇を始めていた。すなわち、既に、資本市場における資金調達の規模が大きかったこと、金融政策が能動的にデフレ脱却に動いていたことが、20年代と90年代の違いを作り出した可能性も考えられる。30年代の資本市場からの活発な資金調達も、このような金融緩和政策によっても生じたものであるだろう。

## 参考文献

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ESRI Discussion Paper Series No.30

為替レートの減価とインフレ期待 - 70 年代初頭の沖縄の教訓

清水谷 諭・与儀 達博

内閣府経済社会総合研究所・琉球銀行調査部

by

April 2003

內閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan
# 為替レートの減価とインフレ期待 - 70 年代初頭の沖縄の教訓¹

清水谷 諭

(內閣府経済社会総合研究所)

与儀 達博

(琉球銀行調查部)

## 要旨

現在の日本のデフレ状況を解消する一つの手段として円安政策を提唱する論者も多い。しかし、どの程度の為替レートの減価がどの程度の期待インフレ率の上昇をもたらすかについては、実証分析はほとんどないといってよい。本論文は、1970年代初めに沖縄経済が実際に経験した歴史的事実に注目し、定量的な評価を試みた。すなわち沖縄の通貨がドルであった本土復帰前の1971年8月にニクソンショックが起こり、その後のドル安によって沖縄経済はインフレに見舞われた。推計結果によると、為替レートの切り下げ（約17%の減価）によって、インフレ期待は5-7%程度上昇した。つまり、70年代初めの沖縄の教訓は、為替レート変更が期待インフレ率に影響を与えうることを示している。当時の沖縄の高い輸入依存率や経済状況の違いを考慮する必要があるが、この沖縄の経験は、通貨安政策が現在のデフレを解消する有効な手段となりうることを示唆している。
### 1. はじめに

戦後の沖縄で、わずか30年足らずの間に6回も通貨が変更されたことは、本土では案外知られていない。通貨への信認は経済が正常に機能するための基礎であり、通貨の度重なる変更は沖縄の人々の期待を変え、時には不安に陥れ、経済を混乱させてきた。

本論文は、戦後の沖縄がもつ数々の貴重な経験の中でも、1970年代初頭の沖縄に焦点をあて、為替レートの変更がインフレ期待にもたらした影響について、定量的な解明を試みる。

1945 年以来アメリカの統治下におかれていた沖縄は、1969 年 11 月の佐藤・ニクソン会談において、1972 年に本土に復帰することが正式に決定された。当時の沖縄は 1958 年以来ドルを法定通貨としていたため、70 年代の初頭に大きな通貨価値の変更を経験することになった。具体的には、1971 年 8 月のいわゆる「ニクソン・ショック」によるドルの切り下げによる通貨安と 1972 年 5 月の本土復帰に伴う円体制への移行である。

本論文では、為替レートの変更がインフレ期待に大きな変化をもたらした歴史上の典型的な例として、この沖縄の経験を取り上げ、データの制約を認識しつつ、できるだけ数量的な接近を試みたい。

我々は本論文において次の２つの点で貢献したい。

1 つ目は、戦後沖縄の経済史の極めてわずかな部分ではあるが、定量的な分析によって事実を解明するという点である。我々の知る限り、戦後沖縄史に対する数量経済史的接近、つまり地道にデータをもって客観的に歴史を検証していくという試みがこれまで十分になされてきたとはいえない。戦後沖縄が本土で経験しない様々な貴重な経験をしてきたにもかかわらず、である。本論文を皮切りに沖縄の貴重な経験について、様々な角度から定量的検証を試みたい。

2 つ目は、70 年代初頭の沖縄が経験した為替レート変更は、沖縄自身にとってのみならず、普遍的なインプリケーションをもちうるという点である。

現在日本経済が直面する最重要課題の1つがデフレであることには異論がないであろう。中でも、デフレ「期待」を変える政策手段として、インフレターゲット論などの様々なアイデアが様々な論者によって提供され、喧喧諤諤の議論が展開されている。デフレ期待を変える1つの有力な手段として議論されているのが、円安政策である。しかし、政策当局が実際に為替レートを円安誘導できるかどうかはともかく、どの程度の円安が輸入物価の上昇ないしその期待を通じて、期待インフレ率にどの程度の変化をもたらすのかということは自明ではない。70年代初頭の沖縄の経験は、その30年後の現在の日本にも貴重な示唆を与えてくれるであろう。

本論文の結論をここで簡単にまとめておこう。ドル通貨制の下にあった沖縄で発生した1971年8月のニクソンショック以後の通貨安によって、沖縄のインフレ期待は明らかに高まった。この為替レートの切り下げ（約17％の減価）によって、インフレ期待は57％程度上昇したと推計される。このインフレ期待は1972年5月の本土復帰によって、法定通貨がドルから円に変更されたにもかかわらず、沈静化することなく持続した。

70 年代初めのこうした沖縄の経験は、為替レート変更が期待インフレ率に影響を与えうることを明瞭に示している。当時の沖縄の高い輸入依存率や経済状況の違いを考慮する必要があるが、沖縄の教訓は、通貨安政策が現在の日本のデフレを解消する有効な手段となりうることを示唆しているのである。

本論文の構成は以下の通りである。次節では、まず戦後沖縄が経験した通貨の変更を概観し、本論文が対象とする70年代前後に至る沖縄経済を通貨史の観点から鳥瞰する。第3節では、本論文が実証分析を試みる本土復帰決定後の沖縄経済の事実を丹念に検証する。第4節では、標準的なマクロ経済学の手法により、為替レートの変更が期待インフレ率の
変化に与える影響を定量的に解明する。第 5 節では、沖縄の経験の教訓と現在の日本にとっての意味合いを議論する。第 6 節では今後の課題について展望する。

本論文で用いる史実は、基本的に琉球銀行調査部編「戦後沖縄経済史」に基づいている（以下、「経済史」と略す）。1000 ページを超えるこの大著は、アメリカ統治時代に事実上の沖縄の中央銀行としての役割を担っていた琉球銀行の手によるもので、戦後沖縄史の集大成と呼ぶべき貴重な文献であり、戦後沖縄史を論ずる上で欠かせない必読の書である。この大作の最大の貢献はデータを丹念に調べ上げ、できるだけ実証的に沖縄経済史を論述しようと試みたところにある。本論文ではその精神を受け継ぎ、データに基づいた歴史の検証にささやかながら貢献したい。

## ２．６回の通貨変更を経験した戦後沖縄の通貨史

この節では、戦後沖縄の経済を主に通貨の観点から簡単に振り返っておこう(図表1)。本論文が定量的な解明を試みるのは6度目の通貨交換が実施された前後の70年代初頭の沖縄経済である。しかし、それまでの5回の通貨変更の歴史を概観することは、その背景へ理解を深めることに役立つだろう。同時に現在の日本ではあまり知られていない史実をコンパクトに示す意義があるだろう。

## （無通貨時代）

米軍が沖縄本島で軍政府の樹立を宣言したのは1945年4月1日のことである。これ以後1946年4月15日までの約1年間は、沖縄は「通貨なし経済」を経験することになった。「無償配給時代」とよばれるこの時期は食料や衣料は米軍から無償で配給される一方、住民は軍関係の作業にかり出された。物々交換が行われ、米国製のタバコが標準的な価値尺度として利用されたという $ ^{2} $ 。

## (第一次法定通貨变更)

戦後沖縄で通貨経済が復活するのは1946年4月15日である。第一次通貨変更である³。ここでは新たに発行された日本銀行券やB円等の4つが法定通貨として指定された⁴。B円とは、軍事布告に基づいて発行される補助軍票B型円(Supplementary Type B Military Yen)である。これにより、住民が戦争中より所持していた旧日本円（旧日本銀行券、台湾銀行券、朝鮮銀行券など）は1対1の交換レートで回収された。実際に交付されたのはB円だけであり⁵、しかも、物資の不足とインフレ防止の観点から、交付されるB円の現金は制限され、超過分は封鎖預金として凍結された。沖縄本島及び南西諸島全体の通貨交換の総額は1億7349万円であった。

## （第二次法定通貨变更）
第一次法定通貨の変更からわずか3ヵ月後の1946年7月、米国軍政府は住民の所持する一切のB円を新日本銀行券と交換する決定を下した。第二次通貨変更である $ ^{6} $ 。同年9月1日以後、新日本銀行券が法定通貨とされ、B円は1対1の比率で交換された。同時に封鎖預金も解除された。沖縄本島での第二次通貨交換高は約7600万円で第一次よりも約17.8%増加した。

このような短期間で法定通貨の変更がなされた点について、「経済史」は、いわば第二次変更と第一次変更はワンセットの通貨政策であり、第一次変更は緊急避難的な措置であったとしている。つまり、米軍政府の本来の意図はもともと新日本円のみを流通させることにあったが、第一次法定通貨変更の際には新日本円の印刷が間に合わなかったため、やむなく一時的に手元にあったB型軍票を代用したのである。

## （第三次法定通貨变更）

しかし、その約１年後の１９４７年８月、再びＢ円が法定通貨に指定された。第三次通貨変更である。同年８月１日以後沖縄群島では従来の唯一の法定通貨である新日本銀行券と新たにＢ円の２種類が法定通貨として使われることとなった。

「経済史」はその最大の理由として、密貿易によって大量に新日本銀行券が沖縄に持ち込まれた結果、著しい通貨膨張とインフレが深刻になっていたことを挙げている。当時は本土のインフレ率の方がかなり高かったため、沖縄と本土間の購買力の差を利用した密貿易が頻繁に行われていた。第三次通貨変更はそれを遮断するために新日本銀行券を法定通貨の座から排除したとされる。

さらに、(1)1947 年 3 月以後、新日本銀行券を沖縄に持ち出すのが困難になったこと、(2)在沖縄米国軍政府は基地の運営維持経費など多額の現金通貨を必要としていたこと、(3)沖縄を日本から分離統治しようとする動きの中で、極東軍総司令部が沖縄占領に要する日本政府の経費負担を軽減しはじめたことも理由に挙げられる。

## (第四次法定通貨変更と「B円時代」)

その後、東西冷戦の緊張化の下で対日占領政策も転換された。アメリカは日本の経済復興と安全保障と引き換えに、沖縄の長期保有によって沖縄基地の確保を目指すようになった $ ^{8} $ 。そのため1948年を境に、それまでの経済政策らしい経済政策が実施されてこなかった「留保政策」から、やっと戦後経済復興政策に本腰を入れるようになった。

1948 年には中央銀行的色彩の強い琉球銀行が創設された。同時に 1948 年 7 月には B 円を琉球諸島における唯一の法定通貨とする第四次通貨変更を実施した⁹。これは以後 10 年にわたるいわゆる「 B 円時代」の幕開けとなった。沖縄独自の通貨が流通することとなり、通貨の面で沖縄経済は本土から分離された。第四次通貨交換高は 6 億 6700 万円にのぼった。そのうち住民所持金総額は約 5 億 9800 万円で、第一次交換高時より約 2 年で 3.4
## 倍にも膨張していた。

1949 年には琉球商業ドル資金勘定が創設され、B円の発行はドルの裏付けに基づいて発行する「ドル本位制」が確立した $ ^{10} $ 。1949 年 5 月にはアメリカの沖縄長期保有が正式に決定され、恒久基地の建設も開始された。当初 1 ドル = 50 B 円だった交換レートも 1950 年 4 月には 1 ドル = 120 B 円に改定された $ ^{11} $ 。

## (第五次法定通貨変更と「ドル時代」)

1950 年代の沖縄はめざましい経済復興を遂げた。と同時に、米軍基地への依存を強め「基地依存型経済」と特徴付けられるようになった。そうした中で、「島ぐるみ闘争」といわれる軍用地問題が深刻化し、政治的緊張が高まった。これに対し、アメリカ政府は経済政策を重視し、住民の生活や福祉水準を高めることでこれを解決しようとした。そのために、貿易・為替・資本取引などを管理してきた保護主義的政策から、自由主義的政策に転換した。

そうした政策転換の中で実施されたのが、ドルを唯一の法貨とする第五次通貨変更である $ ^{12} $ 。1958年9月20日以後、ドルのみが琉球列島における唯一の法定通貨となり、B円等のドル以外の通貨を使用する意思をもって所持することは禁止された $ ^{13} $ 。1972年の本土復帰まで持続する「ドル通貨制」の採用は、特に外国資本の積極的導入を意図したものであったといわれる $ ^{14} $ 。B円は1ドル=120B円で交換され、第五次通貨交換高は1378万6000ドルに上った。

## (本土復帰と第六次法定通貨変更)

この「ドル時代」には沖縄経済は目覚しく発展し、1人あたり所得は1958年度の173ドルから1971年度には907ドルと大幅に増加した。民間設備投資の拡大などもみられたが、基本的には基地関連収入や日米両政府の経済援助等を背景とした経済発展であった。

1967年11月には、経済問題の解決だけではもはや沖縄基地の確保は困難という見方から、日米両国の間で沖縄の施政権返還やその条件について検討が開始され（佐藤・ジョンソン会談）本土と沖縄の一体化政策が展開された $ ^{15} $ 。以後、いわゆる「核抜き・本土並み返還」について粘り強い交渉が行われた。最終的に1969年11月に佐藤・ニクソン会談において、1972年中の沖縄の施政権返還が決定された。これはいわゆる「沖縄返還協定」となって結実し、1972年5月15日に沖縄は本土に復帰した。

いうまでもなく、本土復帰に伴い、沖縄における法定通貨はドルから日本円に変更された。これが6回目の通貨変更である。

このように、沖縄ではわずか30年足らずの間に6回も通貨の変更を余儀なくされたのである。
## 3 ．沖縄返還の決定とニクソンショック、本土復帰

前節では戦後沖縄が経験した6度の通貨変更を概観した。この節では、本論文が対象とする70年代初頭の沖縄経済について、さらに詳しく歴史的事実を確認する。

## (沖縄復帰決定と生活不安の高まり)

沖縄の人々が本土復帰をいつ予測したかについては正確な期日を求めるのは難しい。しかし、1967年頃には近い将来、本土に復帰することが予想されたといってよいであろう $ ^{16} $ 。上で見たように、1967年11月の佐藤・ジョンソン会談において「沖縄の施政権を日本に返還するとの方針の下に」一体化政策を進めることが合意された。最終的に1972年という時期が正式に決定されたのは1969年11月であるが、すでに1969年中頃に本格的な沖縄返還交渉が行われていた時期には、本土復帰に伴う経済不安が沖縄の人々の間で蔓延していた（「経済史」818ページ）。

1969 年 10 月 2 日から 5 日の間に毎日新聞社が琉球新報社の協力により沖縄住民に対して実施した世論調査がある。これによると、「沖縄の本土復帰によって、暮らしが今よりも苦しくなる」と答えた割合が 53% にも達している。同年 4 月の同じ調査では「今よりも苦しくなる」との答えが 41% であったのに対して、半年で 10% ポイントも上昇している。基地経済の先行き不安をはじめ、外国製品の輸入制限や関税賦課といった本土の貿易政策が採用されれば、肉類、ウィスキー、米などの消費物資をはじめ外国製品の価格が上昇することは明らかに予想されたからである。「復帰すれば、米のねだんが 2 倍半になる」といったポスターが街頭に現れたという。また、「沖縄人の沖縄をつくる会」は「72年は早すぎるのでこれには反対だ。・・（中略）いまのままで復帰すれば、たちまち物価はあがり、破産するものが続出するだろう」との懸念を表明した（「経済史」875 ページ）。

## (一体化政策の展開)

こうした経済不安を解消するために、沖縄返還決定後、さまざまな沖縄編入政策が展開された。特に重点が置かれたのは、本土との制度的一体化と本土との格差是正である。日本・琉球両政府をはじめ様々な復帰対策が議論された $ ^{17} $ 。物価対策もその例外ではなかった。沖縄ではドル通貨制の下で、消費物資のほとんどが免税ないし低関税で輸入されていた。そのため、復帰後の高関税、輸入制限的な貿易政策の下では物価が上昇し、経済が混乱することが予想された。1971年12月には「沖縄の復帰に伴う特別措置に関する法律」が成立し、内国消費税や関税について減免措置が講じられた $ ^{18} $ 。同時に「沖縄振興開発特別措置法」も制定された $ ^{19} $ 。

これらの措置が沖縄経済にとって満足のいく内容だったかはともかく、復帰決定後は住民の不安を解消するためにさまざまな対策が議論され、実施されていったのである。

(1960 年代から 70 年代前半の沖縄の物価・経済動向)

こうした政策が功を奏したかはともかく、1960年代の沖縄は高成長を遂げる中で、70年代初頭にみられる物価の暴騰を経験することはなかった。こうした動きを確認するために、1960年代から70年代前半の沖縄の物価動向を見たのが、図表2である。
沖縄では設備投資の増加や砂糖やパインの輸出増、さらに軍用地料の受け取り急増などによって、60年代前半に本格的な景気拡大をみせた $ ^{20} $ 。1963年後半から1964年前半にかけていったん景気は減速したが、その後ベトナム戦争に伴う特需の発生などによって、設備投資を中心に景気は力強く拡大した。その間の物価上昇率は60年代前半の2-3%から、60年代後半には5-6%程度に上昇した。5-6%程度の物価上昇率は同時期における本土における物価上昇率とほぼ等しい。その理由として、1966年度以後、消費者米価（外国産米）の10%の値上げや様々なサービス料金の値上げ、さらに本土の物価上昇による輸入物価の上昇や貨物運賃（約15%）や倉庫保管料（約23%）の引上げ等による域内産品の値上がりが挙げられる（「経済史」1146ページ）。

次節で検証するように、本土復帰に伴う生活不安や物価の高騰が懸念されたにもかかわらず、この時期の物価上昇は景気の過熱と本土物価の上昇による輸入物価の上昇によってほとんど説明できる。本土復帰を見込んだインフレ期待の上昇は、1969年に一時的にみられたが70年にはすぐに落ち着いた。

## （ニクソンショックと円切り上げ、物価暴騰）

こうした復帰対策が議論され、結実されようとしている最中に起こったのが、1971年8月のニクソンショックである $ ^{21} $ 。1971年には翌年の本土返還がすでに周知の事実であったが、1971年8月までは物価上昇率は目立った高まりを見せなかった。8月15日にニクソン大統領はドルの金兌換停止を公表し、8月28日に円は変動相場制に移行した。当時ドルを法貨としていた沖縄は大幅な通貨安に伴う為替差損と物価の暴騰を経験することとなった。沖縄の貿易構造は著しくバランスを欠き、輸入額は輸出額の4-5倍にも相当し、輸入依存率（輸入総額/名目GNP）は約6割に達していた。しかも、本土への輸入依存率（本土輸入/名目GNP）はその8割（名目GNPの約5割）にも上っていた（図表3）。大幅な貿易赤字は膨大な基地収入によって構成される貿易外収支の黒字よって補てんされていた。こうした貿易構造の下でのドル安は、輸入物価上昇を通じて消費者物価の上昇を招くことは明らかであった。

そこで、9月2日には貿易為替差損補償措置がとられた（「経済史」1086ページ）。この「特定物資の安定に関する緊急臨時措置法」は、ドル建て輸入物価上昇による業者の超過支払い分を政府が負担することで、従来どおりの価格水準を維持できるように図ったものである。具体的には、本土から輸入される物資のうち539品目が同法の補償を受ける「特定物資」に指定された。この539品目は1970年実績では本土輸入品の85%をカバーするものであった。

しかし実際には、補償措置の趣旨が業者に徹底されず、しかも同補償の手続きが煩雑であったために $ ^{22} $ 、業者は補償措置を利用せず、ドル建て価格の上昇をそのまま消費者物価に転嫁したケースが半分程度であったという（「経済史」1092ページ）。「経済史」の試算によると、為替差損補償を申請した輸入額は全体の50.0%であり、言い換えれば、総輸入額の半分に相当する部分では、輸入価格の上昇に応じて消費者物価が引上げられたということになる。

10 月 9 日には、通貨及び通貨性純資産の確認が実施された $ ^{23} $ 。これは、(1)ドルから円への通貨の切り替えは復帰時に行う、(2)流通ドルを確認するため、県民の所持する現金の提出を求め、保有証明書を発行する、(3)通貨交換時の交換レートはその時点のレート
を使うが、確認額については、360円との差損分を交換時に給付金として支払うなどとなっていた $ ^{24} $ 。12月20日にはスミソニアン協定が成立し、円は1ドル=308円に切り上げられた。本土に復帰した1972年5月15日には1ドル=305円による通貨交換が実施された。

ところが、本土復帰によって物価の高騰はおさまるどころかむしろ「あたかも戦後の悪性インフレ下において経験したパニック的様相さえ呈していた」(「経済史」1112ページ)。1972年5月と6月を比較すると、物価上昇率はたった1カ月で14.5%も上昇した（1113ページの図表）。品目別に見ても、ほとんど全ての品目にわたって全面的に上昇し続けたのである。こうした物価上昇傾向は翌73年になっても収まる気配を全くみせなかった。そこで起こったのが、第一次石油危機である。沖縄でも本土でも物価は高騰したが、沖縄では本土よりも高い物価上昇率となった。この傾向は74年も続き、75年には沖縄海洋博覧会の開催等によって、物価上昇が持続した。

## (70 年代初頭の沖縄の物価・経済動向)

このように、1970 年代前半の沖縄は非常なインフレに見舞われた。インフレがやや落ち着いたのは実に76年以後である。70年代には先進国の多くがインフレに悩んだ時代であったが、殊に沖縄の70年代前半はまさにインフレの時代だったのである。

この間の物価動向を見たのが図表４である。

ニクソンショックがあった 71 年 8 月から復帰前の 72 年 4 月までの消費者物価上昇率は、平均 6.6% であり、その前の同期間の 3.6% から倍近く上昇している。それまでに比べて 3% ポイント程度物価上昇率が加速したのである。月次データでみても、ニクソンショック後の 71 年 9 月には物価上昇率は 6.9% まで上昇した。その後 11 月にはいったん 5% 台に低下したものの、72 年 5 月の復帰まで、6 - 8% 台で推移している。

しかし、その間に景気が加速したという証左はない。失業率をみると71年中は1%程度で安定的に推移した。72年に入って以後は、軍雇用者の減少などによって、雇用面からみて、むしろ大幅なデフレ圧力が加わったにも関わらず、物価上昇率はむしろ加速しているのである。また、沖縄が多くの輸入を依存する本土の卸売物価上昇率をみても、その間にインフレが加速したという事実はない。

しかも本土への復帰によって為替レートの問題は解消されるはずなのに、こうしたインフレ傾向は復帰後も持続することになった。復帰後については、物価の前年同期比を算出する際に、2種類のデータがある。公表統計では1ドル305円の公定レートで復帰前のドル表示価格を換算している。しかし、琉球大学の富永教授は為替差損補償などの理由によって、通貨交換レートと価格換算レートが乖離していることを指摘し、1ドル345円での換算レートによる物価データを主張している（富永（1979））。この富永データによっても、沖縄の物価上昇率は、復帰後も加速し続けたことになる。復帰前は1％台で安定していた失業率も復帰後は3－4％台まで上昇した。

市場が完全に働いていれば、本土復帰以後は沖縄の物価上昇率は本土の物価上昇率と連動するはずである。しかし、復帰後の沖縄の物価上昇率は本土の物価上昇率を常に上回っているのである。しかも、沖縄の失業率は復帰後上昇傾向にある一方、本土の失業率は第一次石油ショックまでむしろ低下傾向にあったにもかかわらず、である。

(期待インフレ率の役割)
このような 70 年代前半の沖縄の物価動向はどのようにして説明されるだろうか？本土では失業率は 70 年 1.2%、71 年 1.4%、72 年 1.4% と上昇気味で推移した一方、消費者物価上昇率は 70 年 7.7%、71 年 6.1%、72 年 4.5% と低下傾向で推移した。全く同じ時期、沖縄では失業率は 70 年 0.8%、71 年 1.0%、72 年 3.0% と大幅上昇に転じたにもかかわらず、消費者物価上昇率もそれに伴って低下するどころか、70 年 4.4%、71 年 5.0%、72 年 17.1%（公表値、富永推計では 8.6%）とむしろインフレが大幅に加速しているのである。

これは、明らかに第一次石油危機による「狂乱物価」が起こる以前の出来事である。しかも、本土では起こらず、沖縄だけで発生した事実である。これをどのように説明することができるだろうか？

1 つの有力な仮説として考えられるのは、次のようなストーリーである。沖縄ではドル時代だった71年後半に起こった通貨安（ニクソン・ショック）により、実際の輸入物価が上昇しただけでなく、企業や家計の「期待インフレ率」も上昇した。いったん生じたインフレ期待の上昇は、復帰による経済的混乱ともあいまって、通貨問題とは無関係になった復帰後も持続した。

この仮説を厳密に検証するためには、マクロ経済学の理論を基づいて、計量分析を加えなければならない。次節は以上の事実を定量的に解析する。

## 4 ．為替レート変更と期待インフレ率の変化

この節では、為替レートの変更が期待インフレ率をどの程度変化させたのかを、標準的なマクロ経済理論に基づいて定量的に解明する。

(フィリップスカーブの考え方)

まず、図表 5 は戦後沖縄の物価上昇率と失業率について、1955 年から 2002 年までの長期の動きをみたものである。この両者の関係はフィリップスカーブ(Phillips Curve)と呼ばれる。通常、短期的には、物価上昇率と失業率の間に右下がりの関係が観察されることは広く知られている。具体的には、

$$ \boldsymbol{\pi}_{_{t}}=\boldsymbol{\pi}_{_{t}}^{*}+\lambda(\boldsymbol{U}_{_{t}}-\overline{\boldsymbol{U}})+\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{S}} $$

という関係である。ここで$\pi_{t}$ は物価上昇率、$\pi_{t}^{*}$ はコア物価上昇率(core inflation or underlying inflation)、$U_{t}-\overline{U}$ は実際の失業率と自然失業率の差(unemployment gap)である。$\varepsilon_{t}^{S}$ は供給ショックを表す。

自然失業率（natural rate of unemployment）とは労働市場や財市場の条件によって、それ以上下げることができない失業率のレベルであり、標準的な経済理論では、長期的には自然失業率のところでフィリップスカーブは垂直となる。 $ U_{t}-\overline{U} $ の代わりに実際のGDP $ (Y_{t}) $ と潜在GDP $ (\overline{Y}) $ の伸び率の差（ $ \ln Y_{t}-\ln \overline{Y} $ ）。output gap）が使われることもある。ただ、この論文が対象とする時期の沖縄では、失業率データの信頼性のほうが高い。従って、以下では失業率ギャップを用いる $ ^{25} $ 。